黃芳

[摘要] 本文探討上市公司獨(dú)立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致對公司盈余管理的影響。文章以2010--2014年A股上市公司為研究樣本，以修正Jones 模型估計(jì)的操控性應(yīng)計(jì)絕對值作為應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理的衡量指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事本地化能抑制公司應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理。此外，進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事本地化還能約束真實(shí)活動(dòng)盈余操控，包括銷售操控、生產(chǎn)操控和費(fèi)用操控等行為。

[關(guān)鍵詞]獨(dú)立董事盈余管理 應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理 真實(shí)活動(dòng)盈余管理

Can Local independent directors constrainEarning Management？ ------Empirical Evidence from A-Listed Companies from 2010 to 2014

Huangfang

Abstract： This paper discusses whether local independent directorscan constrain the listing Corporations earnings management. Using A-share listed companies from 2010 to 2014 in Chinas capital markets as sample， the paper finds that local independent director can effectively constrain accrual earnings management. Further research found that local independent directors can also constrain real earnings management， including changing cash expenditure， discretionary expenditure and controlling production.

Key words： Independent Director； Earnings Management； Accrual Earnings Management； Real Activity Earnings Management

引言

作為現(xiàn)代公司治理機(jī)制中一個(gè)重要組成部分，獨(dú)立董事的設(shè)置初衷是通過在董事會(huì)中引入獨(dú)立的第三方，從而監(jiān)督經(jīng)理層，維護(hù)中小股東權(quán)益，防止內(nèi)部人控制。根據(jù)中國注冊會(huì)計(jì)師審計(jì)準(zhǔn)則第1151號，治理層應(yīng)對管理層編制財(cái)務(wù)報(bào)表的過程實(shí)施有效的監(jiān)督，抑制管理層和大股東的盈余操縱行為。健全的公司治理機(jī)制能夠減少管理層盈余管理（蔡吉甫，2007），反則反之，不健全的公司治理機(jī)制導(dǎo)致更多的質(zhì)量低劣的財(cái)務(wù)報(bào)告、盈余操縱甚至公然的財(cái)務(wù)欺詐（Ganesh和Wright，2002）。獨(dú)立董事作為公司治理機(jī)制的重要組成部分，其狀況理應(yīng)影響公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，國內(nèi)外均有不少這方面的研究，但主要集中于獨(dú)立董事的引入、比例及薪酬方面，而鮮見考察獨(dú)立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致（以下簡稱本地化）對公司盈余管理的影響的研究文獻(xiàn)。

Famaand Jesen（1983）認(rèn)為，與內(nèi)部董事相比，獨(dú)立董事的主要優(yōu)勢在于其利益相對獨(dú)立，從而能更有效地監(jiān)督管理層，保護(hù)股東利益免受管理者機(jī)會(huì)主義行為的損害。但其局限也同樣在于其獨(dú)立于管理層，不在公司內(nèi)部任職，導(dǎo)致了一定程度乃至較為嚴(yán)重的信息不對稱。獨(dú)立董事日常工作所在地距離上市公司所在地越遠(yuǎn)，信息不對稱越嚴(yán)重，越難及時(shí)、準(zhǔn)確地獲取關(guān)于公司運(yùn)營和管理方面的具體信息，越不利于其有效發(fā)揮監(jiān)督作用；但距離越遠(yuǎn)，雖然難于獲取信息和進(jìn)行溝通，同時(shí)也更難被公司管理層所捕獲，利于維護(hù)其獨(dú)立性。所以，獨(dú)立董事本地化是否影響公司治理的有效性，進(jìn)而影響公司的盈余管理？這是一個(gè)是一個(gè)有待檢驗(yàn)的實(shí)證問題。

本文研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)獨(dú)立董事工作所在地與上市公司所在地相同時(shí)，公司應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理顯著偏小，通過暫時(shí)性促銷、縮減研發(fā)費(fèi)用或攤薄固定成本三種方式來進(jìn)行真實(shí)活動(dòng)盈余管理的可能性也顯著偏小。也就是說獨(dú)立董事本地化能夠約束公司盈余管理，包括應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理和真實(shí)盈余管理行為。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：（1）進(jìn)一步拓展了獨(dú)立董事對盈余管理影響的研究領(lǐng)域，為其增加了新的論題和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；（2）豐富了近年來從地域視角研究會(huì)計(jì)和財(cái)務(wù)問題的文獻(xiàn)；（3）為監(jiān)管部門加強(qiáng)對獨(dú)立董事異地化公司的監(jiān)督提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也對獨(dú)立董事的任職和甄選有一定的參考價(jià)值。

本文后續(xù)篇章結(jié)構(gòu)如下：第二部分是文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證結(jié)果；第五部分是結(jié)論、局限性以及政策性含義。

文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

現(xiàn)代公司兩權(quán)分離產(chǎn)生了代理人和委托人之間的代理沖突。為了實(shí)現(xiàn)自身利益最大化，代理人往往運(yùn)用會(huì)計(jì)方法或者安排真實(shí)交易等來操控公司盈余，而這種行為又往往加劇了代理沖突。所以，從性質(zhì)來看， 管理層的盈余管理問題不僅是一個(gè)會(huì)計(jì)問題，也是一個(gè)代理問題（蔡吉甫，2007）。在解決代理問題的諸多公司治理機(jī)制中，董事會(huì)被稱為企業(yè)中一組契約的最高內(nèi)部監(jiān)督者，而獨(dú)立董事在履行監(jiān)督職能中發(fā)揮了積極作用（Fama，1950；FamaandJensen，1983）。關(guān)于獨(dú)立董事是否提高了董事會(huì)治理職能，從而約束了盈余管理這一問題，國內(nèi)外均有一些研究。國外文獻(xiàn)方面，Dechow等（1995）和Peasnell等（2005）的研究均發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)中獨(dú)立董事所占比例越高，董事會(huì)對管理層盈余管理行為的約束就越強(qiáng)。Dechow 等（1996）的研究發(fā)現(xiàn)，公司董事會(huì)中內(nèi)部董事的比例越高，或董事長與總經(jīng)理兩職合一，或未設(shè)立審計(jì)委員會(huì)的，就越有可能因違反GAAP而受到SEC的處罰。Chtourou等（2000）的研究表明，獨(dú)立董事比例與調(diào)增利潤的盈余管理之間顯著負(fù)相關(guān)。Chin-JungLuan and Ming-Je Tang （2002）的研究發(fā)現(xiàn)，臺灣IPO公司外部獨(dú)立董事制度會(huì)顯著地改善公司業(yè)績，提高公司利潤，公司盈余管理程度與獨(dú)立董事的安排呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。而Park and shin（2004）采用加拿大數(shù)據(jù)研究卻發(fā)現(xiàn)，總體而言，增加外部董事并不能降低任意應(yīng)計(jì)額，但獨(dú)立財(cái)務(wù)董事和來自投資機(jī)構(gòu)董事的比重高能明顯降低公司的盈余管理水平。國內(nèi)文獻(xiàn)方面，劉立國、杜瑩（2003）以14 家年報(bào)舞弊上市公司為研究樣本發(fā)現(xiàn)，公司發(fā)生財(cái)務(wù)舞弊的可能性與內(nèi)部董事在董事會(huì)中的比例顯著正相關(guān)。葉康濤等（2007）考察了獨(dú)立董事能否有效抑制大股東掏空行為，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事的引入與大股東資金占用顯著負(fù)相關(guān)。胡奕明（2008）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)獨(dú)立董事占比較高、有財(cái)務(wù)、會(huì)計(jì)專業(yè)背景時(shí)，上市公司盈余信息質(zhì)量較好，但沒有發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事報(bào)酬與公司盈余信息質(zhì)量之間有顯著關(guān)系。余峰燕和郝項(xiàng)超（2011）對2006—2008年間816家國有控股非金融上市公司研究表明，聘請了具有行政背景獨(dú)立董事的公司的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量更差。而王兵（2007）采用2002-2004上市公司樣本研究卻發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事并不能提高公司盈余質(zhì)量，獨(dú)立董事報(bào)酬越高、兼職家數(shù)越多，公司盈余質(zhì)量越差。蔡吉莆（2007）利用2004年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事、管理層持股和大股東治理與公司盈余管理相關(guān)性不大。支曉強(qiáng)、童盼（2005）利用2001—2003年的上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，公司的盈余管理程度和獨(dú)立董事變更概率和變更比例顯著正相關(guān)；獨(dú)立董事“懂事”，但不夠獨(dú)立，是當(dāng)前我國獨(dú)立董事制度未能在公司治理中發(fā)揮實(shí)質(zhì)性作用的關(guān)鍵原因。李燕媛、劉晴晴（2012）以2011年A股樣本從盈余管理視角研究中國獨(dú)立董事制度的有效性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事的專業(yè)性與盈余管理之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；獨(dú)立董事報(bào)酬與盈余管理程度呈不顯著U型關(guān)系；而獨(dú)立董事比例與盈余管理不存在顯著的相關(guān)關(guān)系?？傮w上看，現(xiàn)有關(guān)于獨(dú)立董事與公司盈余管理方面的研究文獻(xiàn)主要著眼于獨(dú)立董事的引入、在董事會(huì)占比和報(bào)酬等方面，結(jié)論并不一致，研究樣本也多為2008年以前，幾無文獻(xiàn)專門研究獨(dú)立董事辦公地點(diǎn)與公司盈余管理之間的關(guān)系。

中國證監(jiān)會(huì)在《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》（以下簡稱指導(dǎo)意見）中指出：“上市公司獨(dú)立董事是指不在上市公司擔(dān)任除董事外的其他職務(wù)，并與其所受聘的上市公司及其主要股東不存在可能妨礙其進(jìn)行獨(dú)立客觀判斷關(guān)系的董事。”獨(dú)立董事和一般董事最大的不同就是獨(dú)立。獨(dú)立性無疑是獨(dú)立董事治理的優(yōu)勢，但同時(shí)也引致了獨(dú)立董事治理的困難——與管理層之間的信息不對稱。而其日常工作所在地和上市公司所在地是否相同影響著其和管理層之間的信息不對稱。當(dāng)獨(dú)立董事的日常工作所在地和上市公司注冊地相同時(shí)，我們稱之謂本地化的獨(dú)立董事。本地化的獨(dú)立董事與公司高管之間的信息不對稱程度較異地獨(dú)立董事要低些，因?yàn)榫嚯x遠(yuǎn)近將影響?yīng)毩⒍聦π畔⒌墨@取成本和獲取效率。首先，本地化的獨(dú)立董事在當(dāng)?shù)責(zé)o疑擁有很多很緊密的人際關(guān)系，從而擁有更多更便捷的渠道來間接獲取有關(guān)所任職公司的信息，甚至包括一些非公開的信息；其次，本地化的獨(dú)立董事在直接獲取任職公司信息方面也具有天然優(yōu)勢；例如，本地化的獨(dú)立董事在需要的時(shí)候可以很方便地到訪公司，通過實(shí)地觀察和詢問等方式及時(shí)了解公司實(shí)際運(yùn)營情況；再如，與外地的獨(dú)立董事可能因交通等問題選擇通訊或委托方式參與董事會(huì)決策不同，本地化的獨(dú)立董事往往會(huì)現(xiàn)場出席董事會(huì)，通過與公司高管和其他董事們面對面的交流獲得更全面、更及時(shí)、更準(zhǔn)確的高質(zhì)量信息，而這些高質(zhì)量信息反過來又有助于本地化的獨(dú)立董事參與相關(guān)討論并提高決策的質(zhì)量和及時(shí)性。但也有觀點(diǎn)認(rèn)為獨(dú)立董事是否“本地”是影響其獨(dú)立性的重要因素，理由是獨(dú)立董事辦公地與上市公司所在地相同時(shí)會(huì)加大與管理層合謀的可能性，不利于公司治理。我們認(rèn)為，“本地”與否并不構(gòu)成獨(dú)立董事“獨(dú)立”與否的標(biāo)志，因?yàn)槲恢媒c遠(yuǎn)并不能促成或妨礙公司管理層與獨(dú)立董事合謀，但位置遠(yuǎn)近卻能帶來所獲取信息在數(shù)量和質(zhì)量上的不同從而影響信息不對稱程度。事實(shí)上，在財(cái)務(wù)金融和審計(jì)會(huì)計(jì)領(lǐng)域，已有不少研究發(fā)現(xiàn)，投資者與監(jiān)管者距離上市公司的位置遠(yuǎn)近影響著與公司之間的信息不對稱并進(jìn)而影響他們的行為決策，如Malloy（2005）發(fā)現(xiàn)臨近公司的分析師預(yù)測精度更高，Chhaochharia等（2012）認(rèn)為當(dāng)?shù)貦C(jī)構(gòu)投資者由于信息收集成本較低，從而監(jiān)督更加有效。Baik等（2010）、Coval和Moskowitz（2001）認(rèn)為，當(dāng)?shù)貦C(jī)構(gòu)投資者因地理位置臨近而具有信息優(yōu)勢，從而能獲得更高的回報(bào)。Kedia和Rajgopal（2011）發(fā)現(xiàn)SEC因資源限制而偏好調(diào)查臨近公司，公司預(yù)期到SEC這種偏好，因此臨近公司更少發(fā)生財(cái)務(wù)重述。

基于上述分析，我們相信，本地化的獨(dú)立董事有助于減輕信息不對稱、提高董事會(huì)的治理職能，從而約束了盈余管理。故本文提出第一個(gè)假設(shè)：

假說1：與獨(dú)立董事非本地化的公司相比較，獨(dú)立董事本地化的公司應(yīng)計(jì)盈余管理程度更低。

我們知道，管理層除了可通過選擇和運(yùn)用會(huì)計(jì)政策和會(huì)計(jì)估計(jì)來進(jìn)行應(yīng)計(jì)盈余管理外，還可以通過影響企業(yè)實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)來進(jìn)行真實(shí)盈余管理。獨(dú)立董事除了要對重大關(guān)聯(lián)交易進(jìn)行監(jiān)管外，還要對公司戰(zhàn)略、資源、業(yè)績以及主要人員的操守等問題做出獨(dú)立判斷，所以，獨(dú)立董事雖不介入企業(yè)日常經(jīng)營，但要關(guān)注重大的銷售業(yè)務(wù)和資金活動(dòng)，并約束異常關(guān)聯(lián)交易和異常資金支出，包括可能損害中小股東利益的、大額異常的銷售、生產(chǎn)、費(fèi)用開支和資金占用等，而本地化的獨(dú)立董事利用區(qū)域優(yōu)勢可以更容易地獲取上述相關(guān)信息，從而能抑制那些通過影響企業(yè)實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)來進(jìn)行的真實(shí)盈余管理行為，比如暫時(shí)性促銷、攤薄生產(chǎn)成本、削減研發(fā)支出等。Roychowdhury（2006）系統(tǒng)闡述了真實(shí)活動(dòng)盈余管理的內(nèi)涵，并將其分為三種：經(jīng)營現(xiàn)金流操控、生產(chǎn)成本操控和酌量性支出操控，并在度量方面取得了重大突破。本文借鑒了Roychowdhury的度量模型，并提出第二個(gè)假說：

假說2：與獨(dú)立董事非本地化的公司相比較，獨(dú)立董事本地化的公司真實(shí)活動(dòng)盈余管理程度更低。

三、研究設(shè)計(jì)

數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文以2010至2014年五年的A股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，同時(shí)對樣本做了如下調(diào)整：1）剔除金融保險(xiǎn)業(yè)公司；2）剔除ST和PT的公司；3）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。這樣，一共得到9451個(gè)公司/年度樣本，2010年至2014年各年樣本量分別為1416、1610、1972、2206和2247個(gè)，占比分別為14.98%、17.04%、20.87%、23.34%和23.78%。

本文按2012年版中國證監(jiān)會(huì)上市公司行業(yè)分類依次取值，其中制造業(yè)取二級代碼，觀測樣本一共涉及15個(gè)行業(yè)，其中，C3制造業(yè)的樣本量最多（占35.17%），C2制造業(yè)樣本量位于其次（占18.9%），R文化、體育和娛樂業(yè)樣本量最少（占比1.03%）。

除了計(jì)算市賬率所需要的年末市值數(shù)據(jù)來自于RESSET數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)一律來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，包括獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。國泰安CSMAR判斷獨(dú)立董事是否本地的規(guī)則是：當(dāng)上市公司聘請了不止一個(gè)獨(dú)立董事時(shí)，視財(cái)會(huì)專業(yè)獨(dú)立董事日常辦公地來判斷本地抑或異地；而當(dāng)上市公司聘請了不止一個(gè)財(cái)會(huì)專業(yè)獨(dú)立董事時(shí)，只有當(dāng)他們均在上市公司所在地辦公時(shí)才判為本地，否則為異地。對國泰安CSMAR無法判斷獨(dú)立董事是本地還是異地的樣本，本文進(jìn)行了剔除。

回歸模型及變量定義

〖EM_（i，t）=β_0+β_1 LOCAL_（i，t）+β_2 LEV_（i，t）+β_3 BM_（i，t）+β_4 GROWTH_（i，t）+β_5 SIZE_（i，t）+β_6 ROA_（i，t）+β_7 LOSS_（i，t）+β_8 BIGAUDIT_（i，t）+β_9 MAO_（i，t）+β_10 STATE_（i，t）+β_11 DUAL_（i，t）+β_12 INDRATE_（i，t）+β_13 MAGPAY_（i，t）+ε_（i，t）〗_ （1）

因變量

（1）應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理及其度量

應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理的度量指標(biāo)有多種（Schipper，2003），本文采用修正的Jones 模型進(jìn)行分行業(yè)分年度回歸估計(jì)的可操縱應(yīng)計(jì)額（Discretionary Accruals，ACC ）的絕對值A(chǔ)BSACC作為度量指標(biāo)。遵循Dechow等（1995）的研究，修正Jones 模型為：

TA_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+（β_（1，i） （?S_（i，t）-?REC_（i，t） ））/A_（i，t-1） +β_（2，i） （PPE_（i，t）/A_（i，t-1） ）+ ε_（i，t） （2）

式中，TAi，t 表示i公司t期總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目，為營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量；△RECi，t為i公司t期期末應(yīng)收賬款與t-1期期末應(yīng)收賬款之差；△Si，t為i公司t期主營業(yè)務(wù)收入減去t-1期主營業(yè)務(wù)收入；PPEi，t是i公司t期期末固定資產(chǎn)凈值；Ai，t-1是i公司t-1期期末總資產(chǎn)；εi，t是殘差。對模型（2），進(jìn)行分行業(yè)分年度的最小二乘法（OLS）回歸所得的殘差，即為修正Jones模型下的操控性應(yīng)計(jì)ACC，再取絕對值即得本文所定義的應(yīng)計(jì)盈余管理度量指標(biāo)ABSACC。ABSACC越大，表示應(yīng)計(jì)盈余管理程度越大。

真實(shí)活動(dòng)盈余管理及其度量

Roychowdhury（2006）闡述了盈余與現(xiàn)金流量關(guān)系后，提出三個(gè)模型來推導(dǎo)正常的經(jīng)營現(xiàn)金流、生產(chǎn)成本和酌量性費(fèi)用的預(yù)期值，再用實(shí)際值減去預(yù)期值所得到的操控性經(jīng)營現(xiàn)金流（ABCFO）、操控性生產(chǎn)成本（ABPROD）和操控性酌量費(fèi)用（ABEXP）來度量真實(shí)盈余管理程度。本文沿用Roychowdhury（2006）的三個(gè)真實(shí)活動(dòng)盈余管理度量模型，這同時(shí)也是目前主流的度量真實(shí)活動(dòng)盈余管理的方式。

操控性經(jīng)營現(xiàn)金流（AABCFO）

Roychowdhury（2006）認(rèn)為，正常的經(jīng)營現(xiàn)金流可以通過當(dāng)期銷售及當(dāng)期銷售變化額來合理預(yù)期，因此銷售操控即操縱性經(jīng)營現(xiàn)金流ABCFO可以通過以下模型進(jìn)行回歸所得殘值來衡量：

CFO_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（1，i） （S_（i，t）/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （（?S_（i，t））/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （3）

其中，CFOi，t表示i公司t期經(jīng)營現(xiàn)金流，Si，t表示i公司t期營業(yè)收入，△Si，t為i公司t期營業(yè)收入減去上期營業(yè)收入。對模型（3）進(jìn)行分行業(yè)分年度OLS回歸所得殘差取絕對值即得操控性經(jīng)營現(xiàn)金流AABCFO。

2）操控性生產(chǎn)成本（AABPROD）

Roychowdhury（2006）認(rèn)為，正常的生產(chǎn)成本同樣可通過當(dāng)期銷售、當(dāng)期和前期銷售變化來預(yù)期，因此操控性生產(chǎn)成本ABPROD可以通過以下模型進(jìn)行回歸所得殘差來衡量。

PROD_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（1，i） （S_（i，t）/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （（?S_（i，t））/A_（i，t-1） ）+β_（3，i） （（?S_（i，t-1））/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （4）

其中，PROD為生產(chǎn)成本，等于當(dāng)期銷售成本加上當(dāng)期存貨變動(dòng)之和，其他變量取值同前。對模型（4）進(jìn)行分行業(yè)分年度OLS回歸所得殘差取絕對值即得操控性生產(chǎn)成本ABPROD。

操控性酌量費(fèi)用（AABEXP）

Roychowdhury（2006）認(rèn)為，對酌量性費(fèi)用即研發(fā)費(fèi)用、廣告費(fèi)用和日常費(fèi)用，可以通過建立酌量性費(fèi)用與上期銷售收入的線性關(guān)系模型來預(yù)期其正常值。因此，操控性酌量費(fèi)用ABEXP可以通過以下模型進(jìn)行回歸所得殘差來衡量。

EXP_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+β_（o，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （S_（i，t-1）/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （5）

由于我國上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表并未單獨(dú)列示廣告費(fèi)用和研發(fā)費(fèi)用，這兩項(xiàng)數(shù)據(jù)是混跡于銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用中一起披露的，故只能用銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用之和來近似度量酌量性費(fèi)用（方紅星等，2011）。因此，上式中EXP為酌量性費(fèi)用，等于銷售費(fèi)用加上管理費(fèi)用。對模型（5）進(jìn)行分行業(yè)分年度OLS回歸所得殘差取絕對值即得操控性酌量費(fèi)用AABEXP。

4）真實(shí)活動(dòng)盈余管理總額（RM）

為衡量真實(shí)活動(dòng)盈余管理的總體程度，本文采用綜合指標(biāo)RM來度量：

RM_（i，t）=ABPROD_（i，t）-ABCFO_（i，t）-ABEXP_（i，t） （6）

其中，RM為總體的真實(shí)活動(dòng)盈余管理。注意，上式中了，操控性經(jīng)營現(xiàn)金流ABCFO、操控性生產(chǎn)成本ABPROD及操控性酌量費(fèi)用ABEXP均為不取絕對值時(shí)的操控程度，包括正向和負(fù)向操控。對RM取其絕對值A(chǔ)RM衡量總的真實(shí)活動(dòng)盈余管理程度。

解釋變量

LOCAL為虛擬變量。若獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致，賦值為1，否則為0。我們的假設(shè)是本地化的獨(dú)立董事能夠約束公司盈余管理，故預(yù)期符號為負(fù)。

3、控制變量及其度量

我們控制了獨(dú)立董事占董事會(huì)成員比例INDRATE、董事長與總經(jīng)理兼任與否DUAL、前三名高管薪酬MAGPAY、控制人性質(zhì)STATE對盈余管理的影響。參考其他國內(nèi)外研究文獻(xiàn)，我們還進(jìn)一步控制了公司規(guī)模SIZE、資產(chǎn)負(fù)債率LEV、市賬率BM、收入增長率GROWTH、外部審計(jì)意見MAO、公司是否虧損LOSS、資產(chǎn)收益率ROA、是否十大所審計(jì)BIGAUDIT等因素對盈余管理的影響，具體見表1。

表1：變量定義

變量符號 變量定義

因變量 ABACC 應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理，回歸模型（2）殘值的絕對值

AABCFO 操控性經(jīng)營現(xiàn)金流，回歸模型（3）殘值的絕對值

AABPROD 操控性生產(chǎn)成本，回歸模型（4）殘值的絕對值

AABEXP 操控性酌量費(fèi)用，回歸模型（5）殘值的絕對值

ARM 真實(shí)活動(dòng)盈余管理，模型（6）的絕對值

解釋變量 LOCAL 虛擬變量，獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致，賦值為1，否則為0

控制變量 INDRATE 獨(dú)立董事在董事會(huì)占比

DUAL 虛擬變量，如果董事長與總經(jīng)理二職合一，賦值為1，否則為0

MAGPAY 高管薪酬，借鑒方紅星和金玉娜（2011），取值為前三位高管薪酬總額*10/總資產(chǎn)

STATE 虛擬變量， 公司控制人性質(zhì)為國有時(shí)，賦值為1，否則為0

LEV 資產(chǎn)負(fù)債率，總負(fù)債除于總資產(chǎn)

BM 公司市賬率， 取值為年末公司市值除以期末總資產(chǎn)賬面價(jià)值

ROA 資產(chǎn)收益率，凈利潤除于總資產(chǎn)

LOSS 虛擬變量， 公司當(dāng)年凈利潤小于0時(shí)，賦值為l，否則為0

SIZE 公司規(guī)模，總資產(chǎn)的自然對數(shù)

GROWTH 收入增長率，即營業(yè)收入增長率

BIGAUDIT 虛擬變量， 所聘事務(wù)所為國際四大或國內(nèi)八大所時(shí)，賦值為1，否則為0

MAO 虛擬變量，被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)報(bào)告時(shí)，賦值為1，否則為0

IND 行業(yè)虛擬變量，按2012年版中國證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類依次賦值，共15個(gè)

YEAR 年份虛擬變量

實(shí)證結(jié)果

描述性統(tǒng)計(jì)及單變量檢驗(yàn)

表2是年度數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的結(jié)果，為了控制極端值對結(jié)果的影響，對所有的連續(xù)變量均按其兩端1%分位數(shù)進(jìn)行了縮尾（winsorize）處理。從表2可以看出，獨(dú)立董事本地化程度從2010年的32.98%上升到2014年的51.05%，雖然中間有升有降，但整體來看，獨(dú)立董事本地化程度升高了。此外，無論應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理還是經(jīng)營活動(dòng)盈余管理的均值均不為零，說明盈余管理現(xiàn)象普遍存在，但從2010年至2014年整體呈下降趨勢，反映盈余質(zhì)量整體得到提高。此外，表中ABACC、ARM、AABCFO、AABPROD、AABEXP的均值均明顯大于中位數(shù)，說明有些公司的盈余操縱較為嚴(yán)重。

表2：年度數(shù)據(jù)描述

年度 樣本量 ABACC ARM AABCFO AABPROD AABEXP LOCAL

2010 1416 0.0757 0.1926 0.0797 0.1029 0.0540 0.3298

2011 1610 0.0853 0.2385 0.1007 0.1571 0.0609 0.5410

2012 1972 0.0636 0.1731 0.0628 0.0920 0.0577 0.5056

2013 2206 0.0693 0.2509 0.0654 0.0963 0.1229 0.5376

2014 2247 0.0603 0.1662 0.0612 0.0932 0.0495 0.5105

合計(jì) 9451 0.0696 0.2037 0.0720 0.1060 0.0710 0.4939

表3是按照2010一2014年統(tǒng)計(jì)的綜合結(jié)果。從表3可以看出，獨(dú)立董事占董事會(huì)人數(shù)比例INDRATE從最小18.2%到最大55.6%數(shù)值不等，但從均值和中值來看，兩者均大于1/3即證監(jiān)會(huì)《指導(dǎo)意見》中對獨(dú)立董事最低比例要求。LEV即資產(chǎn)負(fù)債率的均值和中位數(shù)均在47%左右。LOCAL、STATE、LOSS和MAO等為啞變量，從相應(yīng)均值可以看出，平均有49.4%的上市公司聘用了本地化的獨(dú)立董事，有21.7%的公司董事長與總經(jīng)理是兩職合一的，有66.9%的公司聘請了國際四大或國內(nèi)八大會(huì)計(jì)師事務(wù)所，有9.2%的公司發(fā)生了年度虧損，有3.7%公司的年度報(bào)告被出具了非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見。

表3：變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量 最大值 最小值 均值 中位數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)差

ABACC 0.481 0.001 0.070 0.047 0.077

AABCFO 0.534 0.001 0.072 0.048 0.084

AABPROD 0.947 0.001 0.106 0.066 0.141

AABEXP 0.522 0.001 0.071 0.041 0.094

ARM 1.319 0.002 0.204 0.134 0.232

LOCAL 1 0 0.494 0 0.500

DUAL 1 0 0.217 0 0.412

MAGPAY 0.043 0.000 0.007 0.004 0.007

INDRATE 0.556 0.182 0.370 0.333 0.053

STATE 1 0 0.151 0 0.358

LEV 1.614 0.059 0.471 0.471 0.232

BM 4.985 0.091 1.047 0.716 0.983

SIZE 25.389 18.768 21.955 21.813 1.288

ROA 0.209 -0.339 0.037 0.034 0.058

GROWTH 4.464 -0.748 0.214 0.122 0.575

LOSS 1 0 0.092 0 0.288

BIGAUDIT 1 0 0.669 1 0.471

MAO 1 0 0.037 0 0.190

按獨(dú)立董事與上市公司工作地是否一致進(jìn)行了分組比較，在未控制其他因素影響的情況下進(jìn)行了單變量檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。從表4的結(jié)果可以看出，獨(dú)立董事本地化的上市公司其操控性應(yīng)計(jì)盈余值A(chǔ)BACC和操控性經(jīng)營現(xiàn)金流AABCFO均值在1%水平上顯著低于獨(dú)立董事非本地化公司，獨(dú)立董事本地化的上市公司其操控性生產(chǎn)成本AABPRO均值在5%水平上顯著低于獨(dú)立董事非本地化公司，獨(dú)立董事本地化的公司其操控性酌量費(fèi)用AABEXP和真實(shí)活動(dòng)盈余管理ARM均值均低于獨(dú)立董事非本地化公司，只不過差異不顯著。這為本文的假說獨(dú)立董事本地化與否影響盈余管理提供了初步證據(jù)。

表4：獨(dú)立董事本地化與盈余管理單變量檢驗(yàn)

組別 ABACC AABCFO AABPRO AABEXP ARM

LOCAL=1 0.0669 0.0686 0.1028 0.0699 0.2006

LOCAL=0 0.0723 0.0753 0.1091 0.0721 0.2067

P值 0.0005*** 0.0001*** 0.029** 0.2681 0.1964

注： *、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。

相關(guān)性檢驗(yàn)

表5為因變量和自變量之間的相關(guān)度分析。因變量有五個(gè)指標(biāo)分別是：應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理ABACC、操控性經(jīng)營現(xiàn)金流AABCFO、操控性生產(chǎn)成本AABPRO、操控性酌量費(fèi)用AABEXP和真實(shí)活動(dòng)盈余管理ARM。這五個(gè)指標(biāo)之間均在1‰水平上存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明它們均能夠較好地反映盈余質(zhì)量水平。而自變量獨(dú)立董事本地化LOCAL與應(yīng)計(jì)盈余管理、操控性經(jīng)營現(xiàn)金流、操控性生產(chǎn)成本之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表5：因變量與各自變量之間相關(guān)系數(shù)矩陣

ABACC AABCFO AABPRO AABEXP ARM LOCAL

ABACC 1

AABCFO 0.623*** 1

0

AABPRO 0.392*** 0.611*** 1

0 0

AABEXP 0.077*** 0.102*** 0.262*** 1

0 0 0

ARM 0.344*** 0.57*** 0.741*** 0.63*** 1

0 0 0 0

LOCAL -0.036*** -0.04*** -0.022** 0.011 -0.013 1

0.0005 0.0001 0.0294 0.2681 0.1964

注：*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。所有變量VIF<5

表6為控制變量與各個(gè)因變量之間的相關(guān)度分析，限于篇幅，未列出完整的相關(guān)關(guān)系矩陣，只列出了其中的一部分，其余部分資料備索。由表6可見，審計(jì)意見、收入增長率和高管薪酬與本文五個(gè)盈余管理變量之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明收入增長越快、高管薪酬越多、被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的上市公司無論應(yīng)計(jì)盈余還是真實(shí)活動(dòng)盈余管理越嚴(yán)重。資產(chǎn)負(fù)債率、是否虧損、獨(dú)立董事占董事會(huì)比例與操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)分別在1%、1%和5%水平上顯著正相關(guān)，而是否大所審計(jì)、公司規(guī)模、資產(chǎn)收益率與操控性應(yīng)計(jì)均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，這意味著確有必要將這些控制變量納入回歸模型。此外，各個(gè)變量VIF值均小于5，說明各個(gè)變量之間不存在多重共線性問題。

表6：控制變量與各自變量之間相關(guān)系數(shù)

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

INDRATE 0.026** 0.019* 0.002 0.015 0.002

0.013 0.059 0.857 0.139 0.831

MAGPAY 0.042*** 0.044*** 0.021** 0.135*** 0.092***

0 0 0.04 0 0

DUAL 0.017* -0.001 -0.005 0.058*** 0.019*

0.092 0.901 0.65 0 0.063

STATE 0.008 0.014 -0.011 -0.017* -0.017

0.458 0.161 0.296 0.096 0.107

GROWTH 0.185*** 0.223*** 0.221*** 0.166*** 0.229***

0 0 0 0 0

BM -0.004 0 0.013 -0.101*** -0.063***

0.696 0.995 0.204 0 0

LEV 0.142*** 0.103*** 0.077*** -0.069*** 0.019*

0 0 0 0 0.062

ROA -0.063*** 0.089*** 0.136*** 0.081*** 0.140***

0 0 0 0 0

SIZE -0.058*** -0.02* 0.027*** -0.087*** -0.034***

0 0.052 0.009 0 0.001

LOSS 0.085*** -0.003 -0.012 -0.008 -0.005

0 0.775 0.231 0.428 0.614

BIGAUDIT -0.052*** -0.045*** -0.023** 0.029*** -0.007

0 0 0.027 0.004 0.525

MAO 0.09*** 0.045*** 0.02* 0.026** 0.03**

0 0 0.058 0.013 0.004

注：*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。所有變量VIF<5

回歸分析

本文對假說1和2的檢驗(yàn)結(jié)果見表7?；貧w結(jié)果顯示，五個(gè)被解釋變量調(diào)整后的R2值與余峰燕等（2011）和楊七中等（2014）接近，回歸的F值均在1‰的水平上顯著，說明方程總體線性顯著。獨(dú)立董事本地化變量LOCAL與應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理ABACC在1%水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（t值為-2.93）。故本文的第一個(gè)假設(shè)通過了檢驗(yàn)，也就是說，獨(dú)立董事本地化有助于抑制上市公司進(jìn)行應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理行為。檢驗(yàn)結(jié)果還顯示，控制變量的符號與預(yù)期基本一致，具體而言，非國有控股上市公司的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理程度在10%水平上顯著低于國有控股上市公司，董事長兼任總經(jīng)理的公司其應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理程度在1%水平上顯著高于兩職分離的上市公司；同樣地，財(cái)務(wù)狀況較差（資產(chǎn)負(fù)債率較高）、或發(fā)生虧損、或收入增長較快、或被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)報(bào)告的公司其應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理程度顯著更高些。而規(guī)模SIZE較大或市賬率BM較高的公司其應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理程度顯著更低些。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，獨(dú)立董事占董事會(huì)人數(shù)比例INDRATE、高管薪酬MAGPAY、資產(chǎn)收益率和是否聘請大所審計(jì)BIGAUDIT等因素不影響公司應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理。

當(dāng)衡量真實(shí)活動(dòng)盈余管理的變量是操控性經(jīng)營現(xiàn)金流絕對值A(chǔ)ABCFO和真實(shí)活動(dòng)盈余管理絕對值A(chǔ)RM時(shí)，獨(dú)立董事本地化系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)（T值分別為-3.53和-3.07），表明獨(dú)立董事本地化能顯著約束真實(shí)活動(dòng)盈余管理，尤其是銷售操控行為。當(dāng)衡量真實(shí)活動(dòng)盈余管理的變量是操控性酌量費(fèi)用絕對值A(chǔ)ABEXP時(shí)，獨(dú)立董事本地化系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)（T值為-2.35），表明獨(dú)立董事本地化會(huì)約束上市公司費(fèi)用操控行為。當(dāng)衡量真實(shí)活動(dòng)盈余管理的變量是操控性生產(chǎn)成本AABPROD時(shí)，獨(dú)立董事本地化系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)（T值為-1.83），說明獨(dú)立董事本地化能約束上市公司利用生產(chǎn)操控來管理真實(shí)活動(dòng)盈余的行為。故此，本文的第二個(gè)假說也通過了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果還顯示，控制變量方面，收入增長率GROWTH、資產(chǎn)負(fù)債率LEV、資產(chǎn)收益率ROA、發(fā)生虧損LOSS與真實(shí)活動(dòng)盈余管理的四個(gè)衡量指標(biāo)之間均存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而市賬率與真實(shí)活動(dòng)盈余管理的四個(gè)衡量指標(biāo)之間則存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；此外，從BIGAUDIT和MAO的系數(shù)來看，聘請四大所或國內(nèi)八大所審計(jì)幾乎不能更加約束上市公司盈余管理行為，且民間審計(jì)能識別和抑制上市公司應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理，但對真實(shí)活動(dòng)盈余管理卻沒有什么約束力。

表7：多元回歸結(jié)果

變量 應(yīng)計(jì)盈余 真實(shí)活動(dòng)盈余

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

LOCAL -0.005*** -0.006*** -0.005* -0.004** -0.014***

（-3.03） -3.53 -1.83 -2.35 -3.07

INDRATE 0.019 0.022 -0.015 0.013 -0.023

1.34 1.44 -0.61 0.79 -0.55

MAGPAY -0.158 0.142 0.368 1.272*** 2.051***

-1.16 0.97 1.55 8.02 5.06

DUAL 0.005*** 0.003* 0.004 0.003 0.006

2.84 1.73 1.27 1.46 1.08

STATE 0.004* 0.005** 0.002 0.004 0.005

1.86 2.38 0.62 1.61 0.81

GROWTH 0.023*** 0.026*** 0.044*** 0.027*** 0.079***

17.31 18.57 19.12 17.68 20.31

BM -0.003*** -0.002* -0.005** -0.006*** -0.020***

-2.84 -1.73 -2.42 -4.45 -5.69

LEV 0.042*** 0.043*** 0.053*** 0.023*** 0.105***

（-9.71） 9.36 7.01 4.52 8.19

ROA 0.020 0.246*** 0.521*** 0.117*** 0.784***

1.1 12.59 16.44 5.55 14.51

SIZE -0.006*** -0.005*** 0.001 0.005*** 0.008***

-5.38 -4.32 0.56 3.99 2.65

LOSS 0.023*** 0.029*** 0.063*** 0.017*** 0.105***

7.09 8.28 11.12 4.57 10.87

BIGAUDIT -0.003* -0.003* -0.002 0.002 -0.002

-1.75 -1.92 -0.67 1 -0.35

MAO 0.011*** 0.006 0.009 0.009* 0.019

2.57 1.34 1.17 1.79 1.48

行業(yè) 控制 控制 控制 控制 控制

年份 控制 控制 控制 控制 控制

N 9451 9451 9451 9451 9451

調(diào)整 R2 14.35% 18.38% 22.56% 22.86% 17.55%

F 52*** 69.64*** 89.79*** 91.33*** 65.87***

注：ABACC為修正的Jones模型估計(jì)的操控性應(yīng)計(jì)絕對值、AABCFO為操控性經(jīng)營現(xiàn)金流絕對值、AABPROD為操控性生產(chǎn)成本絕對值、AABEXP為操控性酌量費(fèi)用絕對值、ARM為真實(shí)活動(dòng)盈余管理絕對值；15個(gè)行業(yè)虛擬變量控制不同行業(yè)因素的影響，按2012年中國證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)；4個(gè)年度虛擬變量控制2010-2014年間不同年份宏觀經(jīng)擠因索的影晌。括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。所有變量VIF<5按2012年版中國證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類依次賦值按2012年版中國證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類依次賦值。

（四）研究結(jié)論的可靠性分析

為了增強(qiáng)實(shí)證研究結(jié)論的有效性，本文從以下多個(gè)角度分別做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1、改變模型設(shè)置?？紤]到應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理有多種度量方法，且一直以來成為很多文獻(xiàn)關(guān)注的焦點(diǎn)，我們借鑒Kothari等（2005）的做法，進(jìn)一步在修正Jones模型中加入凈資產(chǎn)收益率ROA計(jì)算業(yè)績調(diào)整的可操控應(yīng)計(jì)項(xiàng)，然后取絕對值度量應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理，主要回歸結(jié)果保持一致，見表8第二列。

2、增加控制變量?？紤]到公司治理方面的其他變量對盈余管理的可能影響，我們加入董事會(huì)四個(gè)專業(yè)委員會(huì)設(shè)置情況、第一大股東持有股份占比之后，除了更加顯著以外，回歸結(jié)果沒有變化，系數(shù)符號也沒有發(fā)生變化。限于篇幅，該角度穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未列出，資料備索。

3、改變主要變量定義。前文衡量應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理和真實(shí)活動(dòng)盈余管理的五個(gè)變量均是分行業(yè)運(yùn)用OLS回歸估計(jì)系數(shù)平均計(jì)算獲得的結(jié)果；按McNichols（2000）的觀點(diǎn)，分行業(yè)估算可能影響可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)的大小，故我們又分別按照總體樣本進(jìn)行了計(jì)算，結(jié)果更加顯著，具體見表8后面5列。

4、細(xì)分正向和負(fù)向應(yīng)計(jì)盈余管理?；貧w結(jié)果顯示，當(dāng)以修正Jones 模型估計(jì)的正向可操縱應(yīng)計(jì)額作為因變量時(shí)，獨(dú)立董事本地化變量LOCAL的系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，表明獨(dú)立董事本地化公司，應(yīng)計(jì)盈余正向操縱程度顯著低于獨(dú)立董事非本地化公司；當(dāng)以修正Jones 模型估計(jì)的負(fù)向可操縱應(yīng)計(jì)額作為因變量時(shí)，獨(dú)立董事本地化變量LOCAL的系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明獨(dú)立董事本地化公司負(fù)的應(yīng)計(jì)額要顯著小于獨(dú)立董事非本地化的公司；也就是說，獨(dú)立董事本地化既能抑制正向應(yīng)計(jì)盈余管理，也能抑制負(fù)向應(yīng)計(jì)盈余管理。限于篇幅，該角度穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未列出，資料備索。

5、重新定義樣本。由于2010—2014年樣本不是很多，我國上市公司自2003年開始獨(dú)立董事占董事會(huì)比例基本達(dá)到《指導(dǎo)意見》所要求的1/3比例，因此，我們又以2003-2014年的A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行了回歸，發(fā)現(xiàn)除AABEXP的系數(shù)變得不顯著以外，其他結(jié)論沒有變化，具體詳見表9。

因此，通過上述檢驗(yàn)表明，本文的結(jié)論較為穩(wěn)健。

表8：穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（方法1和方法3）

變量 應(yīng)計(jì)盈余 真實(shí)活動(dòng)盈余

業(yè)績調(diào)整的ABACC ABACCS AABCFOS AABPROS AABEXPS ARMS

LOCAL -0.003*** -0.009*** -0.009*** -0.013*** -0.003*** -0.018***

LEV 0.032*** 0.058*** 0.020*** 0.057*** 0.015*** 0.044***

BM -0.004*** 0.0002 -0.002* -0.011*** -0.007*** -0.005*

SIZE -0.004*** 0.002 -0.001 0.006*** 0.004*** 0.001

MAGPAY -0.187* 0.752*** 0.639*** 2.264*** 0.995*** 1.962***

INDRATE 0.014 -0.005 0.009 0.000 0.007 -0.014

LOSS 0.020*** 0.023*** 0.032*** 0.075*** 0.019*** 0.081***

BIG -0.003** -0.002 -0.004** 0.004* 0.001 -0.004

MAO 0.008** 0.001 0.011** 0.025*** 0.014*** 0.028***

DUAL 0.004*** -0.005 0.003 0.002 0.004** 0.002

STATE 0.002 0.008* 0.006*** 0.003 0.001 0.015***

GROWTH 0.015*** 0.061*** 0.033*** 0.056*** 0.022*** 0.072***

ROA -0.082** 0.231*** 0.632*** 0.200*** 0.666***

行業(yè) 控制 控制 控制 控制 控制 控制

年份 控制 控制 控制 控制 控制 控制

N 9451 9451 9451 9451 9352 9344

調(diào)整R 11.26% 43.79% 42.83% 25.98% 11.99% 36.34%

F 40.97 238.52 229.38 107.84% 42.09 173.08

注：ABACCS、AABCFOS、AABPROS、AABEXPS和ARMS分別按總體樣本估計(jì)系數(shù)平均計(jì)算的操控性應(yīng)計(jì)、操控性經(jīng)營現(xiàn)金流、操控性生產(chǎn)成本、操控性酌量費(fèi)用和真實(shí)活動(dòng)盈余操控。*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。

表9：穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（方法5）

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

LOCAL -0.002* -0.003** -0.004** -0.001 -0.008**

INDRATE 0.03*** 0.028** -0.004 0.008 -0.008

MAGPAY 0.209* 0.221* 0.378** 1.212*** 1.994***

GROWTH 0.021*** 0.023*** 0.044*** 0.022*** 0.075***

ROA -0.032** 0.222*** 0.407*** 0.073*** 0.678***

SIZE -0.002*** -0.002*** 0.004*** 0.006*** 0.011***

BM -0.008*** -0.003*** -0.009*** -0.008*** -0.024***

LEV 0.048*** 0.035*** 0.039*** 0.019*** 0.081***

LOSS 0.019*** 0.026*** 0.053*** 0.015*** 0.093***

BIG -0.002* -0.002* -0.001 0.002 -0.003

MAO 0.015*** 0.005* 0.012** 0.01*** 0.017**

DUAL 0.004*** 0.001 0.006** 0.005*** 0.01**

STATE 0.002 0.002 0 0 0.001

N 15659 15659 15659 15659 15659

調(diào)整R 17.58% 17.57% 25.25% 19.16% 18.27%

F值 83.71 88.82 140.18 98.68 93.11

注：*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。

五、結(jié)論、局限性以及政策性含義

我國自2001年在上市公司建立獨(dú)立董事制度以來已將近十五年了，其運(yùn)行是否提高了董事會(huì)的監(jiān)督職能、約束了盈余管理？我國有關(guān)這方面的研究結(jié)論并不一致，且鮮有文獻(xiàn)探討?yīng)毩⒍氯粘９ぷ魉诘睾蜕鲜泄舅诘厥欠褚恢聦居喙芾淼挠绊?。本文從信息不對稱的視角專門研究了獨(dú)立董事本地化同公司盈余管理之間的關(guān)系，且在討論了獨(dú)立董事本地化對應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理影響的基礎(chǔ)上，又創(chuàng)新性地討論了獨(dú)立董事本地化對真實(shí)活動(dòng)盈余管理的影響。本文利用2010-2014年間A股上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事本地化既能抑制上市公司應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理，也能約束真實(shí)活動(dòng)盈余管理。

本文的局限性在于：1）未收集有關(guān)獨(dú)立董事薪酬、專業(yè)背景等方面的信息，從而分析獨(dú)立董事本地化和盈余管理之間的關(guān)系時(shí)，雖然控制了不少公司特征變量、財(cái)務(wù)特征變量、外部審計(jì)特征變量和公司治理特征變量，但對獨(dú)立董事特征，卻只控制了獨(dú)立董事占董事會(huì)人數(shù)比例，而未控制獨(dú)立董事薪酬及專業(yè)背景方面的特征，而這些特征可能對實(shí)證結(jié)果構(gòu)成影響；2）未手工收集每個(gè)獨(dú)立董事工作地詳細(xì)數(shù)據(jù)，而直接采用國泰安CSMAR現(xiàn)成數(shù)據(jù)，以財(cái)會(huì)專業(yè)的獨(dú)立董事工作地作為替代，有一定的局限性；3））盡管研究表明獨(dú)立董事降低了公司盈余管理程度，但是本文并沒有深入分析獨(dú)立董事影響盈余管理的途徑和方式。

本文的政策性含義在于：我國的獨(dú)立董事制度建設(shè)需關(guān)注獨(dú)立董事日常工作地等信息獲取能力的個(gè)人特征。

參考文獻(xiàn)：

[1]蔡吉甫：會(huì)計(jì)盈余管理與公司治理[J]，當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2007年第6期.

[2] Ganesh K.， Arnold M. W.， 2002， Contemporary AccountingResearch， 19， pp.234～264.

[3]Fama ， E. and M.C. Jensen （ 1983 ） Separation of Ownership and Control， Journal of Law and Economics 26： 301一325.

[4] Dechow， P.， SLoan， R.， and Sweeney， A. Detecting EarningsManagement[J]. The Accounting Review， 1995，（70）：193～225.

[5] Peasnell， K.， Pope， P.， and Yong， S. Board Monitoring andEarnings Management： Do Outside Directors Influence AbnormalAccruals？[J] Journal of Business Finance and Accounting， 2005， （7）：

1311- 1344.

[6] Dechow， P.， R.G. Sloan and A.P. Sweeney.， 1996， “Causes and Consequences of Earnings Manipulation： An Analysisof Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC”， Contemporary Accounting Research， Vol.13 （1）， pp.1～36.

[7]Chtourou. S. M， Jean. Bedard and Lucie.Courteau， 2000， Corporate Governance and Earnings Management， www.ssrn.com.

[8] Chin-Jung Luan，Ming-Je Tang. Where is Independent Director Efficacy？ [J]. Corporate Governance， 2007， 15 （4） _8 .

[9」Park. Y. W and Shin. H. H. （2004） Board Composition and Earnings Management in Canada. Journal of Corporate Finance. 10： 431-457

[10] 劉立國、杜瑩：《公司治理與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證研究》，《會(huì)計(jì)研究》，2003 年第2 期。

[11] 葉康濤、陸正飛、張志華：《獨(dú)立董事能否抑制大股東的“掏空”？》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2007 年第4 期。

[12] 胡奕明、唐松蓮：獨(dú)立董事與上市公司盈余信息質(zhì)量，《管理世界》，2008年第9期。

[13] 余峰燕、郝項(xiàng)超：具有行政背景的獨(dú)立董事影響公司財(cái)務(wù)信息質(zhì)量么？——基于國有控股上市公司的實(shí)證分析，南開經(jīng)濟(jì)研究，2011年第1期。

[14] 王兵：獨(dú)立董事監(jiān)督了嗎？—基于中國上市公司盈余質(zhì)量的視角，《金融研究》，2007年第1期。

[15] 支曉強(qiáng)； 童盼：盈余管理、控制權(quán)轉(zhuǎn)移與獨(dú)立董事變更——兼論獨(dú)立董事治理作用的發(fā)揮，管理世界，2005（11）

[16] 李燕媛； 劉晴晴：中國獨(dú)立董事制度的有效性：基于盈余管理維度的評價(jià)與建議，經(jīng)濟(jì)與管理研究，2012（11）

[17] Coval， J.D. and T.J. Moskowitz. 2001. The Geography of Investment： Informed Trading and Asset Prices[J]. Journal of PoliticalEconomy， 109（4）：811-841.

[18] Ayers， B.， S. Ramalingegowda and P. Yeung. 2011. Hometown Advantage： The Effects of Monitoring Institution Location onFinancial Reporting Discretion[J]. Journal of Accounting and Economics， 52（1）： 41-61.

[19] Schipper，K. 1989. Commentary on earnings management. Accounting Horizons 3（ 4） ： 91-102.

[20] Roychowdhury，S.2006. Earnings management through real activities manipulation. Journal of Accounting and Economics 42（3）： 335-370.

[21] 楊七中； 馬蓓麗： 內(nèi)部控制與盈余管理方式選擇， 會(huì)計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究， 2014（5）

[22] Kothari， S. P.， A. J. Leoneb and C. E. Wasley. 2005. Performance Matched Discretionary Accrual Measures[J]. Journal ofAccounting and Economics， 39：163-197.

[23] McNichols Maureen F. 2000. Research design issues in earnings management studies [J]. Journal of Accounting and Public Policy， 19，（4-5）； 313-345.